內(nèi)部控制質(zhì)量對創(chuàng)新投入的影響：基于信息披露質(zhì)量的中介作用

摘 要：針對內(nèi)部控制質(zhì)量、信息披露質(zhì)量與創(chuàng)新投入的關(guān)系問題，以2010—2021 年中國A股上市公司作為研究樣本，運用雙向固定效應(yīng)模型，分析內(nèi)部控制質(zhì)量對創(chuàng)新投入的影響。研究表明：內(nèi)部控制質(zhì)量提高會促使企業(yè)增加創(chuàng)新投入；信息披露質(zhì)量提高會促使企業(yè)增加創(chuàng)新投入；信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制質(zhì)量與創(chuàng)新投入的關(guān)系中發(fā)揮中介作用。研究結(jié)論對企業(yè)完善內(nèi)部控制，提高企業(yè)信息披露質(zhì)量和增加創(chuàng)新投入具有指導(dǎo)意義。

關(guān)鍵詞：內(nèi)部控制；內(nèi)部控制質(zhì)量；信息披露質(zhì)量；創(chuàng)新投入；固定效應(yīng)模型

中圖分類號：F270 文獻標志碼：A 文章編號：1008-391X（2025）01-0033-09

0 引言

近年來，創(chuàng)新成為全球經(jīng)濟增長重要推動力，各國對創(chuàng)新活動的支持力度不斷增大，企業(yè)的創(chuàng)新投入也在不斷增加。許多學(xué)者分析了公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)、高管特征、經(jīng)濟政策、市場環(huán)境等對創(chuàng)新活動的影響。良好的內(nèi)部控制不僅是企業(yè)各項經(jīng)濟效益指標順利實現(xiàn)的必要保障，也是企業(yè)健康平穩(wěn)發(fā)展的制度保障。高質(zhì)量信息披露不僅會減少信息不對稱帶來的不利影響，還可以緩解委托代理問題，提升企業(yè)形象，增強企業(yè)進行創(chuàng)新的意愿，增加創(chuàng)新投入。目前對于內(nèi)部控制影響創(chuàng)新投入的研究大多是基于融資約束、委托代理問題以及風(fēng)險承擔(dān)方面展開，本文將從信息披露視角探究二者的關(guān)系。

1 文獻綜述

已有文獻將關(guān)于內(nèi)部控制與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系主要分為“內(nèi)部控制抑制論”和“內(nèi)部控制促進論”兩種觀點。SIMONS[1]認為，企業(yè)建立完善實用的內(nèi)控體系能夠促進各部門之間的有效溝通和資源配置，緩解利益沖突，形成良好的內(nèi)部環(huán)境，從而激發(fā)研發(fā)人員的創(chuàng)新想法，促使企業(yè)在創(chuàng)新活動中投入更多資源。DEY[2]認為，內(nèi)部控制可以降低創(chuàng)新所帶來的高風(fēng)險，提高內(nèi)部風(fēng)險承受能力，進而推動企業(yè)研發(fā)投入的增加。鐘凱等[3]研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制配套指引實施后企業(yè)創(chuàng)新投入水平有所提升。楊道廣等[4]認為，在企業(yè)戰(zhàn)略目標的指引下，內(nèi)部控制能夠合理發(fā)揮其風(fēng)險管控作用，并利用廈大指數(shù)衡量內(nèi)部控制質(zhì)量，實證檢驗發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入水平正相關(guān)。周雪峰等[5]在剔除披露內(nèi)部控制重大缺陷的樣本后，利用迪博指數(shù)衡量企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的內(nèi)部控制通過提升企業(yè)創(chuàng)新投入水平提升企業(yè)績效，且內(nèi)部控制質(zhì)量的提高有助于提升創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的促進作用。

也有部分學(xué)者提出了相反的觀點。BARGERON等[6]認為，相較于規(guī)模較小的企業(yè)，規(guī)模較大的企業(yè)執(zhí)行SOX 法案后創(chuàng)新投入水平大大降低。JENSEN[7]認為，當(dāng)市場出現(xiàn)產(chǎn)能過剩、經(jīng)濟不景氣等情況，企業(yè)所建立的較為嚴苛、制度化的內(nèi)控體系反而不利于其靈活應(yīng)對這些變化，僵化的管理方式使得員工缺乏創(chuàng)新思維，不利于有效開展技術(shù)創(chuàng)新活動，企業(yè)也會進一步減少創(chuàng)新投入。倪娟等[8]利用有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型檢驗發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制抑制了企業(yè)管理層能力，導(dǎo)致研發(fā)投入減少，最終降低企業(yè)研發(fā)績效，嚴格的內(nèi)部控制限制了有能力的管理者加大企業(yè)創(chuàng)新投入。

信息披露作為聯(lián)結(jié)企業(yè)內(nèi)外部的紐帶發(fā)揮著重要作用，信息披露可以從融資和薪酬兩種渠道影響企業(yè)創(chuàng)新。一方面，隨著信息披露水平的提高，股東與管理層之間的信息不對稱程度也會隨之降低，這會使逆向選擇成本降低，進而降低企業(yè)的外部籌資成本，促進企業(yè)創(chuàng)新。另一方面，更透明的信息披露可以通過在薪酬合同中使用會計數(shù)字，強化對經(jīng)理投資決策的監(jiān)控，從而減少道德風(fēng)險問題，促進企業(yè)創(chuàng)新[9]。金祥義等[10]認為，如果企業(yè)信息披露質(zhì)量評定結(jié)果偏低，不能達到投資者的期望，投資者會減少投入，企業(yè)面臨融資困難，限制企業(yè)后續(xù)的創(chuàng)新發(fā)展。朱松等[11]的調(diào)查顯示，信用評級機構(gòu)更加注重企業(yè)發(fā)布的信息質(zhì)量，并據(jù)此對企業(yè)進行評級，信息披露質(zhì)量越高，企業(yè)信用評級越好，從而提高投資者信任度，降低企業(yè)資本成本。

內(nèi)部控制對創(chuàng)新投入影響的研究結(jié)論并不統(tǒng)一，大部分研究是基于融資約束、委托代理等方面展開。本文以A股上市公司作為研究對象，運用雙向固定效應(yīng)模型，檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響以及信息披露質(zhì)量所發(fā)揮的中介作用。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入

創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展最為重要的驅(qū)動力之一，決定了一家企業(yè)未來的發(fā)展方向?；谖写砝碚?，內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)會營造良好的公司氛圍，改善公司治理水平，促使企業(yè)積極開展創(chuàng)新活動，增加對創(chuàng)新活動的投入。鐘凱等[3]從委托代理的視角驗證了內(nèi)部控制體系對企業(yè)開展創(chuàng)新活動的重要性。企業(yè)開展創(chuàng)新活動風(fēng)險較高，企業(yè)的各利益相關(guān)方對此無法持一致意見，代理人一旦從中阻撓，企業(yè)創(chuàng)新活動就無法有效開展。企業(yè)建立行之有效的內(nèi)部控制體系，可以制衡董事會、監(jiān)事會及管理層之間的權(quán)力，減少委托代理問題，使企業(yè)更加有序順利地開展創(chuàng)新活動，增加對創(chuàng)新活動的投入。同時，內(nèi)部控制質(zhì)量提升可以將相關(guān)利益方凝聚在一起，使創(chuàng)新活動受多方監(jiān)督，降低企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險。綜上所述，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以將企業(yè)創(chuàng)新活動開展情況透明、清楚地呈現(xiàn)，同時也接受全面的監(jiān)督，降低企業(yè)創(chuàng)新過程中的風(fēng)險。據(jù)此， 提出假設(shè)H1。

假設(shè)H1：內(nèi)部控制質(zhì)量提高會促進企業(yè)增加創(chuàng)新投入。

2.2 信息披露質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入

企業(yè)缺乏足夠的資金或管理層不愿進行創(chuàng)新活動都會影響創(chuàng)新活動的開展。所以，融資約束和代理問題是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的兩大瓶頸[12］。高質(zhì)量的信息披露可以有效減少企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度，從而降低融資約束，改善企業(yè)的現(xiàn)金流水平，緩解公司的委托代理問題。信息披露質(zhì)量高的企業(yè)通過向外部投資者釋放利好信息，增強投資者的信心，從而以較低的融資成本獲得更多的投資，增加企業(yè)創(chuàng)新投入。王萍等[13]基于成本角度研究認為，自愿披露內(nèi)控信息可以顯著促進企業(yè)創(chuàng)新，使企業(yè)內(nèi)外部信息溝通更加順暢，降低融資成本，減少逆向選擇和道德風(fēng)險，有利于企業(yè)開展創(chuàng)新活動。據(jù)此，提出假設(shè)H2。

假設(shè)H2：信息披露質(zhì)量提高會促進企業(yè)增加創(chuàng)新投入。

2.3 信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入關(guān)系中的中介作用

內(nèi)部控制的有效實施，可以促進企業(yè)進行信息披露，提高信息披露質(zhì)量，緩解信息不對稱問題，促進企業(yè)創(chuàng)新。兩權(quán)分離的公司治理模式下，股東與管理層利益來源不同，就會產(chǎn)生委托代理問題。通過提高企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，增強股東對管理層的監(jiān)督，降低了管理層為了自身利益粉飾經(jīng)營成果的傾向，從而提高企業(yè)信息披露質(zhì)量。從信息不對稱角度分析，公司管理層比股東更清楚企業(yè)真實狀況，若股東不能對企業(yè)管理層形成有效掌控，不了解企業(yè)真實狀況，管理層在信息披露方面就可能產(chǎn)生盈余管理行為。通過提高內(nèi)部控制質(zhì)量能夠促使企業(yè)形成良好的內(nèi)控環(huán)境，使管理層得到有效監(jiān)督，緩解委托代理問題與信息不對稱問題。同時信息披露質(zhì)量提高使公司外部投資者可以對公司的各項活動進行更好的監(jiān)管，進而有效抑制大股東與管理層的利益侵占，增強管理層開展創(chuàng)新活動的意愿，增加創(chuàng)新投入。企業(yè)積極進行信息披露，有助于投資者清晰了解企業(yè)的經(jīng)營狀況，塑造良好形象，降低融資成本，獲得更多資金，從而增加創(chuàng)新投入?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)H3。

假設(shè)H3：信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中發(fā)揮中介作用。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取

基于中國企業(yè)會計準則變革歷程，企業(yè)研發(fā)投入會計處理變化較大，考慮對企業(yè)創(chuàng)新投入的滯后影響，選擇2010—2021 年中國上市公司為研究對象，數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫及各公司年報， 并采用Excel 和Stata15.0 軟件對數(shù)據(jù)進行處理與分析。同時，借鑒文獻[14]的方法對數(shù)據(jù)進行以下處理：①剔除ST 企業(yè)、*ST 企業(yè)；②剔除金融行業(yè)樣本；③剔除數(shù)據(jù)缺失或異常值的企業(yè)樣本。最終選取了1 135 家企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，共得到了12 645 個觀測值，為避免極端值產(chǎn)生的影響，對所有變量進行了1%縮尾處理。

3.2 變量設(shè)計

（1） 被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新投入RD 為被解釋變量。對創(chuàng)新活動的衡量主要有兩種：創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。創(chuàng)新投入主要由物質(zhì)和人力資本驅(qū)動，而創(chuàng)新產(chǎn)出主要表現(xiàn)為企業(yè)的專利申請數(shù)、專利授權(quán)數(shù)、新產(chǎn)品的數(shù)量等。馮根福等[15]認為，管理層很難對專利數(shù)量進行控制，其受外部影響更大，并且可比性較差。因此，借鑒魯桐等[16]的研究成果，用研發(fā)支出總額與總資產(chǎn)的比值來衡量企業(yè)創(chuàng)新投入。

（2） 解釋變量

解釋變量為內(nèi)部控制質(zhì)量IC。借鑒范經(jīng)華等[17]的研究，采用迪博指數(shù)衡量企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。迪博內(nèi)部控制指數(shù)考慮了目標實現(xiàn)受修正內(nèi)部控制缺陷的影響，能夠反映上市公司內(nèi)控質(zhì)量。

（3） 中介變量

中介變量為信息披露質(zhì)量Deg。依據(jù)深交所對上市公司的年度信息披露考評結(jié)果，將優(yōu)秀、良好、合格和不合格4 個考評等級，分別賦值為4、3、2、1。

（4） 控制變量

企業(yè)規(guī)模Size，取上市公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)。企業(yè)規(guī)模是影響企業(yè)創(chuàng)新的因素之一，大企業(yè)擁有充足的資源，更有優(yōu)勢開展創(chuàng)新活動，持續(xù)進行創(chuàng)新投入。

資本結(jié)構(gòu)Lev，以資產(chǎn)負債率來衡量企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)。創(chuàng)新投入本身具有高風(fēng)險特征，而資產(chǎn)負債率較高的企業(yè)往往對開展高風(fēng)險活動的意愿較低，即較高的資產(chǎn)負債率會抑制企業(yè)創(chuàng)新投入的意愿。

盈利能力Roa，總資產(chǎn)報酬率。盈利水平高的企業(yè)，一般具有較深的底蘊與資金積累，會有更多的資金用于創(chuàng)新活動，即盈利能力強的企業(yè)創(chuàng)新投入較多。

股權(quán)集中度Top1，第一大股東持股比例。股權(quán)集中度高的企業(yè)，大股東掌握著極大的控制權(quán)，為了滿足自身利益，可能減少對創(chuàng)新的投入。楊建君等[18]研究表明，股權(quán)集中度不宜過高或過低，否則都會抑制經(jīng)理人的創(chuàng)新行為，導(dǎo)致企業(yè)減少創(chuàng)新投入。

董事會規(guī)模Bosize，董事會人數(shù)。代表股東利益的董事人數(shù)越多，董事會規(guī)模越大，各董事之間產(chǎn)生分歧的概率就越高，協(xié)調(diào)成本也就越大，成本越大就會擠占創(chuàng)新活動的投入。

企業(yè)發(fā)展能力Growth，營業(yè)收入增長率，為上期營業(yè)收入增長額與當(dāng)期營業(yè)收入之比。企業(yè)的發(fā)展能力越強，成長空間越大，越有可能開展未來能帶來更高收益的創(chuàng)新活動。

此外，對年度、行業(yè)特征進行控制。變量說明見表1。

3.3 模型構(gòu)建

為了驗證假設(shè)，構(gòu)建相關(guān)模型為

4 實證檢驗及結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表2可知，總體納入分析的樣本為12 645 個，企業(yè)創(chuàng)新投入RD的平均值為0.048，標準差為0.051，最小值為0，最大值為0.983，表明不同企業(yè)之間創(chuàng)新投入差別較大，平均水平較低，有較大的提升空間；內(nèi)部控制質(zhì)量IC的平均值為5.161，標準差為2.614，最小值為0，最大值為6.900，波動幅度較大，表明樣本企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量參差不齊，部分企業(yè)的內(nèi)部控制仍需進一步完善；信息披露質(zhì)量Deg 的平均值為3.023，標準差為0.519，表明不同企業(yè)信息披露質(zhì)量的差別較大。

在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模Size 最大值和最小值相差較大，標準差較大，表明不同企業(yè)規(guī)模差距較大；資本結(jié)構(gòu)Lev 均值為0.379，表明我國企業(yè)負債整體水平相對比較合理； 盈利能力Roa 的平均值為0.042，標準差為0.067，表明我國上市公司的盈利能力差異較大；股權(quán)集中度Top1 最大值為0.758，最小值為0.083，平均值為0.332，表明我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)比較集中；董事會規(guī)模Bosize 最大值為2.708，均值為2.125，表明我國董事會人數(shù)差異不大；企業(yè)發(fā)展能力Growth 最小值為-0.659，最大值為4.330，表明我國上市公司的發(fā)展程度相差較大。

4.2 相關(guān)性分析

（1） Pearson 檢驗

運用Stata15.0 對變量進行相關(guān)性檢驗。變量相關(guān)系數(shù)見表3，由表3 可知，內(nèi)部控制質(zhì)量IC 與企業(yè)創(chuàng)新投入RD 的相關(guān)系數(shù)為0.035，在1% 的水平上顯著為正，表明內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入存在比較明顯的正相關(guān)關(guān)系，即高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠提高企業(yè)的創(chuàng)新投入， 假設(shè)H1 得到初步驗證。信息披露質(zhì)量Deg 與企業(yè)創(chuàng)新投入RD 的相關(guān)系數(shù)為0.046， 在1% 的水平上顯著為正，表明信息披露質(zhì)量會促進企業(yè)創(chuàng)新投入， 假設(shè)H2 得到初步驗證。同時，控制變量與被解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)均顯著， 表明控制變量的選擇比較合理。

為檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量對創(chuàng)新投入的影響，在控制了其他變量的情況下進行偏相關(guān)檢驗，計算得到p 值為0.000 5，在1%的水平上顯著，表明兩者存在相關(guān)關(guān)系。一般認為，變量間相關(guān)系數(shù)的絕對值大于0.65 時，需要處理變量間多重共線性的問題。Pearson檢驗結(jié)果顯示， 變量間相關(guān)系數(shù)最大為0.541，均低于0.65，不存在嚴重的多重共線性問題。

（2） 方差膨脹因子檢驗

為保證研究的科學(xué)嚴謹，進一步通過方差膨脹因子VIF 檢驗變量之間是否存在多重共線性的問題。檢驗結(jié)果見表4，由表4 可知， 各個變量間的方差膨脹系數(shù)最大為1.98，中位數(shù)為1.36。因為當(dāng)VIFgt;10 時，變量之間才存在多重共線性，因此，變量間不存在多重共線性的問題，可以進行多元回歸分析。

4.3 回歸分析

數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，為了確定更好的計量模型以保證研究的精確性，首先對面板數(shù)據(jù)進行豪斯曼檢驗。豪斯曼檢驗結(jié)果顯示，Chi2 統(tǒng)計量的p 值為0.000，拒絕原假說，選擇固定效應(yīng)模型更為合理。將行業(yè)變量和年份變量定義為虛擬變量，運用雙向固定效應(yīng)模型進行實證分析。

回歸分析結(jié)果見表5，模型1 列中，內(nèi)部控制質(zhì)量IC的回歸系數(shù)為0.622 8，在1%的水平上顯著為正，表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠促進企業(yè)開展創(chuàng)新活動，提高企業(yè)的創(chuàng)新投入，假設(shè)H1 得到驗證。模型2 列中，信息披露質(zhì)量正向影響企業(yè)創(chuàng)新投入，回歸系數(shù)為0.087 0，在1%的水平上顯著，表明上市公司信息披露質(zhì)量提高能緩解委托代理問題和融資約束問題，從而增強企業(yè)創(chuàng)新意愿，增加創(chuàng)新投入，驗證了假設(shè)H2。

對于Deg 回歸結(jié)果，內(nèi)部控制質(zhì)量IC的回歸系數(shù)為0.038 2，且在1%的水平上顯著，表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制會提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量。通過中介效應(yīng)檢驗，模型3中回歸系數(shù)為0.576 2 且與主回歸同號，即信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系中起部分中介作用，假設(shè)H3 成立。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為使實證檢驗結(jié)果更加穩(wěn)健，采取替換被解釋變量與改變樣本研究區(qū)間的方法對多元回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。首先，替換被解釋變量創(chuàng)新投入，用研發(fā)投入占營業(yè)收入之比RD2 進行替換，其余相關(guān)變量保持不變，重復(fù)前述的回歸分析過程進行穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表6 的模型1 列和模型2 列；其次，更改樣本研究區(qū)間，將樣本區(qū)間調(diào)整為2010—2019 年，重新進行回歸分析。觀測值的選擇符合統(tǒng)計學(xué)要求，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表6的Deg 回歸結(jié)果列和模型3 列。

穩(wěn)健性檢驗共有10 392 個研究樣本，表6 模型1 列中，內(nèi)部控制質(zhì)量與新替換變量企業(yè)創(chuàng)新投入正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.716 1，在1%的水平上顯著，驗證了假設(shè)H1。信息披露質(zhì)量與新替換變量企業(yè)創(chuàng)新投入正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.005 3，在1%的水平上顯著，驗證了假設(shè)H2。通過中介效應(yīng)檢驗，模型3 回歸系數(shù)為0.662 7 且與主回歸同號，即信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系中起部分中介作用，驗證了假設(shè)H3。

運用Bootstrap 法對中介效應(yīng)回歸結(jié)果的穩(wěn)定性加以驗證。結(jié)果顯示，間接效應(yīng)置信區(qū)間上限為0.001 038， 下限為0.000 503，直接效應(yīng)置信區(qū)間上限為0.008 606，下限為0.004 336，置信區(qū)間均不含0，說明在內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中，信息披露質(zhì)量發(fā)揮了部分中介作用，驗證了假設(shè)H3。穩(wěn)健性檢驗的主回歸系數(shù)與顯著性水平與前文的研究結(jié)果基本一致，驗證了研究結(jié)果的可靠性。

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

（1） 高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠促進企業(yè)創(chuàng)新投入的提高。高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠緩解委托代理問題，改善公司治理水平，降低融資風(fēng)險，促進企業(yè)開展創(chuàng)新活動從而提高創(chuàng)新投入。

（2） 信息披露質(zhì)量提高會促進企業(yè)創(chuàng)新投入，即企業(yè)較高的信息披露水平通過緩解信息不對稱等問題促進企業(yè)進行創(chuàng)新，增加創(chuàng)新投入。

（3） 信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新投入影響過程中起部分中介作用。信息披露能降低企業(yè)與投資者、管理者與股東之間的信息不對稱程度，增強股東對管理層監(jiān)督力度，緩解委托代理問題，促進企業(yè)開展創(chuàng)新活動，增加創(chuàng)新投入。

5.2 啟示

（1） 企業(yè)要在完備內(nèi)部控制建設(shè)的基礎(chǔ)上，加強對內(nèi)部控制運行有效性的監(jiān)控，及時發(fā)現(xiàn)和彌補內(nèi)控體系中的不足，降低企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展中的風(fēng)險，提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

（2） 企業(yè)要強化管理層的信息披露意識，形成企業(yè)自己的信息披露文化，做好信息披露工作，提高信息披露質(zhì)量。

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